DIGITALNA ARHIVA ŠUMARSKOG LISTA
prilagođeno pretraživanje po punom tekstu
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 31 <-- 31 --> PDF |
IZVORNI ZNANSTVENI ČLANCI — ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS UDK 630*232.19 (Picea abies Karst) Sum. list CXI (1987) 221 UTJECAJ RAZMAKA SADNJE NA USPIJEVANJE OBIČNE SMREKE* (Pice a abie s Karst) NA PODRUČJU PLEŠIVICKOG PRIGORJA Stevo ORLIĆ** SAŽETAK. Istraživanja su provedena u pokusu različitih razmaka sadnje obične smreke na području Plešivičkog prigorja. Pokus je osnovan u jesen 1963. godine. Istraživačkim programom su obuhvaćene četiri varijante razmaka: A 1,0 x 1,0 m; B 1,5 x 1,5 m; C 2,0 x 2,0 m; D 4,0 x 2,0 m. Primjenjen je randomizirani blok sistem uz 4 ponavljanja. Pokus je osnovan školovanim sadnicama 2 + 2 godina starim, provenijencije sjemenska sastojina »Zagori« kraj Ogulina. Mjerenja su obavljena u 17. i 25. godini totalne starosti stabala, odnosno 1976. i 1984. godine. Kod obrade podataka korištene su uobičajene statističke metode u znanstvenom radu: analiza carijance, nul hipoteza je testirana F testom, a Duncan test je korišten za testiranje pojedinačnih razlika među varijantama. Rregresijska i korelacijska analiza su korištene za određivanje stupnja veze između razmaka sadnje, odnosno broja stabala na ha i proučavanih strukturnih elemenata. Kroz višegodišnje praćenje razvoja stabala u pokusu razmaka obične smreke, te rezultata statističke obrade istraživanih strukturnih elemenata utvrđeno je više karakterističnih pojava u odnosu: mortaliteta, srednju visinu, prsni promjer, temeljnicu, odumiranje grana, pad promjera, vitkost debla, razvijenost krošnje i dr. 1. UVOD U šumskoj privredi Hrvatske, pa i Jugoslavije već je dulji niz godina poznata činjenica da je drvo četinjača u odnosu na zahtjeve potrošnje u manjku. Da taj manjak nije nedavna i sadašnja pojava, nego će predstavljati veliki problem i u budućnosti, uvjerljivo pokazuju analize trenda potrošnje drva četinjača u odnosu na postojeće drvne zalihe. U vezi s tim u poslijeratnom razdoblju u našoj zemlji, odnosno u Hrvatskoj, proizvodnja drveta u plantažama i u intenzivnim kulturama, upotrebom brzorastućih vrsta jedan je od planiranih načina da se što brže poveća drvni fond i sječiva drvna masa. Proizvodnja drva putem intenzivnih kultura brzorastućih četinjača kao uzgojni vid umjetno podignutih nasada, predstavlja u biti novost, ne samo u nas nego i u svijetu. Većina problema ovakve proizvodnje zahtijevala je * Skraćeni oblik doktorske ´teze. ** Dr. Stevo Orlić. dipl. imž. šumarstva. Šumarski institut Jastrebarsko. 221 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 32 <-- 32 --> PDF |
traženje vlastitih rješenja putem osnivanja mreže pokusnih nasada raznih vidova uzgoja s raznim vrstama četinjača. U pokusne nasade unesene su slijedeće vrste četinjača: obična smreka, običan bor, evropski ariš, američki borovac, zelena duglazija i crni bor. Obična smreka je najzastupljenija vrsta. Ona učestvuje s preko 50% površine u postojećim nasadima u nas. 2. PROBLEMATIKA U šumskim kulturama su stabla obično pravilno raspoređena i razmak medu njima je podjednak ili je isti. Radi toga se gustoća u šumskim kulturama obično izražava razmakom sadnje među biljkama. Zato je uobičajeno govoriti o utjecaju razmaka sadnje na razvoj kulture, odnosno na razvoj stabala. O tome da li smo primjenili rjeđu ili gušću sadnju u kulturi, mi biljkama stavljamo na raspolaganje određeni prostor rasta. Uz primjenu pravilnog razmaka sadnje, on je isti za svaku jedinku pa govorimo o nominalnom ili računskom prostoru rasta (n. p. r.). Prostor rasta, odnosno razmak sadnje ima višestruk utjecaj na kasniji razvoj kulture, odnosno stabala s različitih aspekata. Među stablima dolazi do međusobne konkurencije u većoj ili manjoj mjeri, ovisno o veličini razmaka sadnje. To se odražava na oblik i razvoj stabla već od najranije razvojne faze. Krošnja, deblo i korijen različito reagiraju s odgovarajućim posljedicama na produkciju deblovine i njezinu kvalitetu. Za uspješnu šumsku proizvodnju putem šumskih kultura kod osnivanja je, dakako, bitno odrediti najpovoljniji razmak sadnje. On ovisi o više faktora, a među najvažnijima su biološka svojstva i ekološki zahtjevi vrste koja se sadi, zatim stanišne prilike u kojima se nasadi osnivaju i konačno, cilj gospodarenja. U raznim dijelovima svijeta je prisutna tendencija za primjenu širih razmaka sadnje u intenzivnim kulturama i plantažama. Razlog je prvenstveno u stalnom porastu cijene radne snage i nemogućnosti prodaje sitnog prorednog materijala. Međutim, šumskouzgojni zahtjevi ograničavaju taj trend ispod određene granice kako bi se postigla maksimalna produkcija drva na jedinici površine i udovoljilo drugim zahtjevima u smislu biološki stabilne i racionalne proizvodnje. Stoga je razumljiv interes šumarske znanosti i prakse za što detaljnijim proučavanjem utjecaja razmaka sadnje na razvoj sastojine, da bi se iz novoosnovanih kultura polučili maksimalni efekti u pogledu kvalitete i kvantitete, odnosno što veći financijski efekti. 3. POKUS RAZMAKA SADNJE Pokus različitih razmaka sadnje s običnom smrekom osnovan je u jesen 1963. godine na području Šumarije Jastrebarsko. Ukupna površina pokusa iznosi 5,14 ha. Zasađeno je ukupno 21.472 biljke. U program istraživanja uključene su slijedeći razmaci sadnje: — varijanta A: 1,0 x 1,0 m, odnosno 10.000 sadnica/ha, 222 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 33 <-- 33 --> PDF |
— varijanta B: 1,5 x 1,5 m, odnosno 4.444 sadnice/ha, — varijanta C: 2.0 x 2,0 m, odnosno 2.500 sadnica/ha, — varijanta D: 4,0 x 2,0 m, odnosno 1.250 sadnica/ha. Prve tri varijante (A, B, C) su namijenjene istraživanju utjecaja razmaka sadnje u odnosu na invenzivne kulture, a četvrta (D) u odnosu na plantaže. Kod osnivanja pokusa primjenjen je randomizirani blok sistem u četiri ponavljanja (vidi plan pokusa). U pokusu su vršene redovne mjere njege tijekom četiri godine. Njega se sastojala u jednokratnom okopavanju biljaka u prisadnom krugu i dvokratnom košenju korova. Kod varijante D u toku prve i druge vegetacije uzgajane su poljoprivredne međukulture. U pokusu do sada nije vršen nikakav uzgojni zahvat. 4. METODDE RADA Prva mjerenja u pokusu su provedena u jesen 1976. godine, a druga u jesen 1984. godine. Starost stabala kod prve izmjere bila je 17 godina a kod druge 25 godina. Oznake radnih ploha su: A, A., A3 A, B5 B(; B7 B„ Cg clo Cu ´12 Dj3 Du Dl5 D,„ U svakoj radnoj plohi je mjereno 25 stabala, ili od svake varijante ukupno 100 stabala (25x4). RASPORED I VELIČINA RADNIH PLOHA M|. 1:1000 Or.is 1 C:o D i6 1514 -n D Vdf ljutit a Radn.- ploha Razmak Broj biljaka Računski prostor vrsta m N/ha m* A 1, f., 3. 4 1,C x 1,0 10.000 1,00 B 5, C, 7. 8 VSU5 4.444 2,i5 ffi C », 10,11,12 2,0 u 2,0 2.500 4,00 A, A, D 13, 14,15,1« 4,0 X 2,0 1.250 800 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 34 <-- 34 --> PDF |
Kod prve (I.) i druge (II.) izmjere su provedena slijedeća mjerenja: — totalna visina stabala (h), — promjer debla u prsnoj visini (d1)30) u pridanku (d0,30) i u polovini visine (h/2) — visina do prve žive grane (h´), — dužina (1) i debljina najjače grane u h/2. Računskim putem su određeni slijedeći strukturni elementi: — visinski prirast, visinske krivulje i visinska struktura, — debljinski prirast i debljinska struktura, — srednja temeljnica (g) i temeljnica na ha (G), — srednja drvna masa (m) i drvna masa na ha (M), — pad promjera debla (pp = d(),3n — d1)30), h — vitkost debla (v = ), dl>30 — projekcija krošnje (p^ = 1- x II), — zastrtost površine krošnjama (zr = pk x N x 0,785). Analiza varijance je provedena za sve navedene strukturne elemente. Nul hipoteza je testirana F testom. Duncan test je korišten za testiranje pojedinačnih razlika među varijantama. Regresijska i korelacijska analiza su korištene za određivanje stupnja veze između razmaka sadnje, odnosno broja stabala na ha i strukturnih elemenata. Visinske krivulje varijanata u 17. i 25. godini obračunate su pomoću funkcije Mihajlova (16). Gaussova funkcija korištena je za određivanje teorijske učestalosti stabala za pojedine strukturne elemente. 5. REZULTATI ISTRAŽIVANJA 5.2. Mortalitet Mortalitet stabala u pokusu razmaka obične smreke pratili smo na radnim plohama. Svaka ploha obuhvaća 25 stabala ili ukupno 100 stabala po varijanti. Evidenitrano stanje po ponavljanjima i varijantama je prikazano u tabeli 1. Odumrla (živa) stabla u 17. i 25. godini Tabela: 1 Varijanta Repeticija U godini A B C D 17. I—IV 0(100) 0(100) 0(100) 0(100) I 4(21) 0(25) 0(25) 0(25) 25. II 0(25) 1(24) 0(25) 0(25) III 6(19) 0(25) 0(25) 0(25) IV 4(21) 0(25) 0(25) 0(25) I—IV 14(86) 1(99) 0(100) 0(100) 224 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 35 <-- 35 --> PDF |
Iz navedenim podataka proizlazi da se tijekom 8 godina, od prve (17.) do druge (25.) registracije, u plohama najgušće sadnje (1 x 1 m) osušilo ukupno 14 stabala, te uz razmak 1,5 x 1,5 m 1 stablo. U plohama rjeđe sadnje 2 x 2 m i 4 x 2 m nije se osušilo niti jedno stablo. Naša istraživanja pokazuju da izlučivanje stabala u kulturi obične smreke u istraživanim uvjetima uz razmak 1 x 1 m nastupa oko 20. godine starosti. 5.2. Visina Odnos između razmaka sadnje, odnosno gustoće i razvoja visine stabala promatrat ćemo kroz srednju visinu i visinske krivulje. Prema J0RGENSENU (11) u većini pokusa s običnom smrekom i drugim vrstama četinjača srednja visna ima tendenciju rasta s povećanjem razmaka sadnje. U tabeli 2 je dat prikaz podataka o srednjoj visini varijanata u 17. i 25. godini starosti. Srednja visina varijanata predstavlja aritmetičku sredinu svih stabala u plohama. Na grafikonu 2 smo prikazali srednju visinu u funkciji broja stabala na 1 ha. Srednja visina Tabela: 2 U Varijanta : godini A (1x1) B (1,5x1.1,5) C (2x2) D (4x2) a) Apsolutni iznosi, m 17. 5,13 6,12 6,32 6.72 25. 8,72 10,5« 10,95 11,58 b) Relativni iznosi, D/» 17 too 119 123 131 25. 100 121 126 133 Iz prikazanih podataka i iz grafikona je vidljivo da su se stabla uz različite razmake sadnje različito razvijala u visinu. U 17. i 25. godini je visina uz razmak 1 x 1 m osjetno niža nego uz preostale tri varijante. U 25. godini razlike su se povećale u apsolutnom iznosu među varijantama. Srednja visina uz najgušću sadnju, 1 x 1 m je 8,72 m i bila je niža za oko 1,8 m prema onoj uz razmak 1,5 x 1,5 m, za oko 2,2, m prema razmaku 2x 2 i oko 2,8 m prema razmaku 4 x 2 m. Analiza varijance i F test su pokazali da su utvrđene razlike bile visokosignifikantne (1%) u 17. i 25. godini starosti (F: računski 63.13, odnosno 70,00; tablični 6,85). Duncan test je pokazao da su razlike među svim varijantama u 17. i 25. godini starosti bile visokosignifikantne (1%) s izuzetkom razlike među varijantom B—C koja nije bila signifikantna (ns). |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 36 <-- 36 --> PDF |
h, m 2 11 0 9 8 7 6 5 " 4 3 2 1 0 ODNOS SREDNJE VISINE I BROJA STABALA NA HA U 17. i 25. GODINI Graf. ^ Va rj janta: A - 1,0 x 1,0 m B - 1,5 x 1,5 m C - 2,0 x 2,0 m Y - 11.90 - 0.32 X D 4,0 x 2,0 m -<» R = 0.74 ^" St=i*^ Y - 6.86 - 0.17 X R = 0.75 "—--^-^.^x 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 l i i * 1 II 1 1 25 17 N/ha u 000 varijanta |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 37 <-- 37 --> PDF |
VISINSK E KRIVULJE U 17. GODIN I Oral 3 A 1.0 x 10 n B 1.3 x 1.5 n C 2.0 x 2.0 n D 4.0 x 2.0 n o I ,2 3 4 9 B 7 10 11 K 13 14 IS I t 17 I I U 13 12 11 VISINSKE KRIVULJE U 25. GODINI Zrnt. 4 A 1.0 x 1.0 8-1. 5 x 1.5 C - 2 0 x 2.0 D 4 0 x 2.0 W 11 12 13 U 15 1« 17 I I 19 20 21 22 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 38 <-- 38 --> PDF |
GRAFIKOM TEORIJSKIH DISTRIBUCIJA ZA VISINU U 17. GODINI lr*f. 5 Varijanta : A 1.0 x 1.0 m 30 B - 1.S x 1.5 m C 2.0 X 2.0 m 0 4.0 X 2.0 m 20 10 o Hl30 3.5 40 « 5,0 5.5 60 6J5 7,0 7,5 8.0 S3 »X> visinski stupanj, GRAFIKON TEORIJSKIH DISTRIBUCIJA ZA VISINU U 28. GODINI rat. 6 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 39 <-- 39 --> PDF |
Duncan test za visinu Tabela: 3 Srednja S ignifikantna razlika: U greška. godini Sx A—B A—C A—D B—C B—D C—D ,17. 0,09 XX XX xx ns XX XX 25. 0,05 XX XX XX ns XX XX xx = visokosignifikantna (.1%), ns = nesignifdkantna Na osnovu broja stabala na ha (N) i prosječne visine varijanata u 17. i 25. godini proveli smo regresijski i korelacijski obračun. Izmjereni i izjednačeni podaci su prikazani na grafikonu 2. Razlike među izmjerenim i izjednačenim podacima su vrlo male. Regresijski koeficijent (b) pokazuje da se sa starošću među varijantama razlike povećavaju. Korelacijski koeficijent pokazuje da je veza zmeđu broja stabala na ha i prosječne visine jaka (R = 0,75, odnosno 0,74). Distribucijske krivulje za visinu imaju normalan zvonolik oblik, ali su razlike među varijantama u statističkim pokazateljima izrazite. One ukazuju na različitu diferencijaciju stabala, razvučenost krivulja uz veću ili manju varijacionu širinu, razlika u minimalnim i maksimalnim visinama, te zastupljenosti broja stabala u centralnom visinskom stupnju koja je za varijantu A iznosila 6 %, varijantu B 16,9%», varijantu C 18,5%´ i varijantu D 22,8%, grafikon 5 i 6. 5.3. Promjer Utjecaj različitih razmaka sadnje na debljinski rast i prirast prikazat ćemo kroz prsni promjer, a istraživali smo i promjer u pri danku debla i u polovini visine, te debljinsku strukturu stabala. Utjecaj razmaka sadnje, odnosno gustoće je najizraženiji kod debljinskog rasta. J0RGENSEN (11) u svom pregledu zaključuje da je pozitivan utjecaj manje gustoće, odnosno većeg razmaka na debljinski prirast utvrđen u svim stojbinskim uvjetima i kod svih istraživanih vrsta. Rezultati naših istraživanja kod obične smreke su prikazani u apsolutnom iznosu i relativnom odnosu u tabeli 4. Prisni promjer Tabela: 4 Varijanta: U godini A (l x 1) B (1,5x1,5) C (2x2) D (4x2) a) Apsolutni iznosi, cm 17. 6,02 9,63 9,40 11,88 25. 8,82 11,59 13,54 17,39 b) Relativni odnosi, ´% 17. 100 ,143 156 197 25. 100 131 154 197 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 40 <-- 40 --> PDF |
Iz podataka u tabeli 4 vidljive su značajne razlike među varijantama. Što je razmak sadnje veći veći je srednji prsni promjer. U 17. godini utvrđene razlike među varijantama u relativnom odnosu iznose: između varijante 1x 1 i 1,5 x xl,5 m 43%, 1 x 1 m i 2 x 2 m 56% i 1 x 1 m i 4 x 2 m čak 97%. U 25. godini ovi odnosi nisu se bitnije izmjenili. ODNOS PRSNOG PROMJERA I BROJA STABALA NA HA U 17. i 25. GODINI Provedena analiza varijance i F test na bazi pojedinačnih vrijednosti su pokazali da su utvrđene razlike među varijantama visokosignifikantne (l´/») u 17. i 25. godini (F: računski 162,62, odnosno 148,28; tablični 6,85). Duncan test je pokazao da su u 17. godini razlike među svim varijantama bile visokosignifikantne (l´°/o) s izuzetkom one među varijantom B — C koja je bila signifikantna (5°/oi). U 25. godini sve su pojedinačne razlike među varijantama bile visokosignifikantne (1%). Duncan test za prsni promjer Tabela: 5 Srednja Signifikantna razlika: U greška. godini Si A—B A—C A—D B—C B—D C—D 17. 0,19 XX XX XX X XX XX 25. 0,30 XX XX XX XX XX XX xx = visokosignifikantna (,1%) signifikantna (5°/») 230 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 41 <-- 41 --> PDF |
GRAFIKON TEORIJSKIH DISTRIBUCIJA ZA PRSNI PROMJER U 17. GODINI Graf. 8 8,5 3J5 4,5 5,5 6.5 7,5 8.5 8,5 10,5 US 1JJ5 13,5 14.5 15,5 dabljinakl tupsnf, crn GRAFIKON TEORIJSKIH DISTRIBUCIJA ZA PRSNI PROMJER U 25. GODINI Gr.f. 9 Var lja nt»; A -1 0 X 10 m B -1 5 x 1 5 m C -2 0 X 20 m D-40 X 20 m |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 42 <-- 42 --> PDF |
Odnos između broja stabala, odnosno razmaka sadnje i razvoja prsnog promjera smo istražili i pomoću regresijskog i korelacijskog računa. Koeficijent korelacije iznosi R = 0,66, odnosno 0,65, a to znači da je ta veza jaka. Razlike u promjeru debla u pridanku među varijantama su izrazitije za 10 — 15% nego u prsnoj visini, a u polovini visine su slabije izražene za oko 10fl/o. Iz podataka debljinske strukture uočavaju se pomaci po apscisnoj osi od nižih ka višim debljinskim stupnjevima što je razmak sadnje veći. Najviše pomaknuta u lijevo je krivulja distribucija uz razmak 1 x 1 m, a najviše pomaknuta u desno je krivulja distribucija uz razmak 4 x 2 m, grafikon 8, 9. 5.4. Drvna masa Utjecaj razmaka sadnje na proizvodnju drvne mase je prikazan putem: srednje drvne mase varijanta, proizvedene drvne mase na ha i prirasta drvne mase između 17. i 25. godine. Obračunate srednje vrijednosti su prikazane u tabeli 6. Najniža srednja drvna masa kako u 17. tako i u 25. godini ustanovljena je uz razmak 1 x 1 m, a s povećanjem razmaka sadnje te se vrijednosti povećavaju. Odgovarajući iznos uz razmak 4 x 2 m veći je za oko 4,5 puta u odnosu na razmak 1 x 1 m. Analiza varijance i F test su pokazali da su utvrđene razlike bile visokosignifikantne (1%) u 17. i 25. godini (F: računski 106,88, odnosno 187,01; tablični 6,85). Srednja drvna masa Tabela: 6 U godini A (1x1) BVarijanta : (1,5 x 1,5) C (2x2) D (4x2) 17. 25. 0,0073 0,0283 a) Apsolutni iznosi, m3 0,0170 0,0206 0,0536 0,0763 0,0348 0,1270 17. 25. 100 100 b) Relativni odnosi, 223189 % 282 267 477 449 Duncan test za srednju drvnu masu Tabela: 7 Srednja Signifikantna razlika: u . greška, godini s A—B A—C A—D B—C B—D C—D 17. 0,001 XX XX XX XX XX XX 25. 0,001 XX XX XX XX XX XX xx = visdkosigreifikantna Cl%) 232 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 43 <-- 43 --> PDF |
ODNOS SREDNJE DRVNE MASE I BROJA STABALA NA HA U 17. i 25. GODINI 10 Graf. Varijanta^ A - 1.0 x 1.0 m B - 1.5 x 1.5 m C - 2.0 x 2.0 m D - 4J0 * 2.0 m 40 H N/ha u 0 00 varijanta |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 44 <-- 44 --> PDF |
Iz tabele je vidljivo da su u 17. i 25. godini starosti razlike medu svim varijantama bile visokosignifikantne. Da su utvrđene razlike među varijantama obzirom na srednju drvnu masu bile značajne u 17. i 25. godini pokazao je i regresijski i korelacijski račun, grafikon 10. Drvna masa na ha obračunata je na bazi obračuna drvne mase pojedinih stabala (m = g x g x 0,45) i predstavlja njihov zbroj (M = 2 m). Tako dobiveni podaci su prikazani u tabeli 8 i na grafikonu 11. Drvna masa na ha Tabela: 8 U Varijanta : godini A (1x1) B (1,5x1,5) C (2x2) D (4x2) a) Apsolutni iznosi, m3 17. 72,75 75,66 51,50 43,44 25. 236,75 236,06 183,82 162,43 b) Relativni odnosi, %> 17. 100 104 71 60 25. 100 100 78 69 Obračunata drvna masa na ha u 17. godini kretala se od 43,44 m3 uz razmak 4 x 2 do 75,66 m3 uz razmak 1,5 x 1,5 m, ili u omjeru 0,57 : 1. U 25. godini drvna masa na ha se kod sve četiri varijante povećala za gotovo 4 puta u odnosu na 17. godinu. Iznosila je 236,75 m3 uz razmak 1 x 1 m, zatim 236,06 m3 uz razmak 1,5 x 1,5 m, 183,82 m3 uz razmak 2 x 2 m i 162,43 m3 uz razmak 4 x 2 m. Analiza varijance i F test su pokazali da su utvrđene razlike bile visokosignifikantne (1%) u 17. i 25. godini (F: računski 30.45, odnosno 16.17; tablični 6,85). Duncan test za drvnu masu na ha Tabela: 9 Srednja Signifikantna razlika: U greška. godini A—B A—C A—D B—C B—D C—D 17. 2,87 ns XX XX XX XX ns 25. 17,13 ns XX XX X ns ns x = signifikantna; xx = visokosignifikantna; ns = nesignifikantna Duncan test je pokazao da je u 17. godini razlika među varijantama A—B i C—D bila nesignifikantna, a među preostalim varijantama je bila visokosignifikantna. U 25. godini razlika među varijantama A—B, B—D i C—D je bila nesignifikantna, varijantom B—C signifikantna i varijantom A—C i A—D visokosignifikantna, tabela 9. 234 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 45 <-- 45 --> PDF |
ODNOS DRVNE MASE NA HA I BROJA STABALA NA HA U 17. i 25. GODINI Graf. 11 Varijanta: A 1.0 x 1.0B 1.5 x 1.5C 2.0 x 2.0D 4.0 x 2.0 m m m m 168.450.87 + 7.87 X Y i- R = 46.63 0.89 + 3.12 X 9 1 0 N/ ha u 000 1D c B varijanta 235 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 46 <-- 46 --> PDF |
Regresijski i korelacijski obračuni su pokazali da je veza između broja bala i drvne mase na ha vrlo jaka (R = 0,89? odnosno 0,87), grafikon 14. Prirast drvne mase na ha je obračunat na bazi utvrđene drvne mase u 17 i 25. godina starosti, i to poprečni dobni i poprečni periodični za razdoblje 17. — 25. godine, tabela 10. Odnosi medu varijantama su identični s onima kod drvne mase. Iz navedenih podataka se može zapaziti smanjenje razlika među varijantama sa starošću. Prirast drvne mase na ha Tabela: 10 U Vrst V a r i j a n t a : godini prirasta A (lxl ) B (1,5 x 1,5) C (2x2) D (4x2) a) Apsolutni iznosi, m3 17. pop. dobni 4,28 4,47 3,03 2,56 25. pop. dobni 9,47 9,44 7,35 6,50 17.—25. pop. period 20,50 20,02 16,54 14,87 b) Relativni odnosi, /<> 17. pop. dobni 100 104 71 60 25. pop. dobni 100 100 7» 69 17.—25. pop. period 100 100 81 73 Podaci o srednjoj temeljnici, temeljnici na ha i prirastu temeljnice na ha ukazuju na približno iste odnose među varijantama kao i u pogledu drvne mase. Naime, srednja temeljnica varijante raste s porastom razmaka sadnje a ukupno proizvedena temeljnica i prirast temeljnice na ha opadaju. 5.5. Kvalitet debla Utjecaj razmaka sadnje na kvalitet debla prikazat ćemo s obzirom na visinu suhih grana, pad promjera i vitkost debla (tabela 11). Visina suhih grana, pad promjera i vitkost Tabela: 11 V a r i j a n ta : U godini A (1 x 1) B (1,5x1,5) C (2x2) D (4x2) a) Visina suhih grana, m ,17. 1,30 1,00 0,20 0,00 25 4,90 5,33 4,12 1,70 b) Pad promjera, mm 17. 1,37 2,29 2,59 3,81 25. 1,15 1,62 2,20 3,85 c) Vitkost debla 17. 111,90 100,20 90,70 85,70 25. 139,95 128,22 116,50 ^05,38 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 47 <-- 47 --> PDF |
Visina suhih grana u 17. godini iznosila je 1,30 m uz razmak 1 x 1 m, 1,00 uz razmak 1,5 x 1,5 m, 0,20 m uz razmak 2 x 2 m, a uz razmak 4 x 2 m odumiranje donjih grana nije ni otpočelo. U 25. godini razlike među varijantama su se smanjile za oko 30%. Pad promjera u prvom tekućeg metru debla je najmanji uz razmak 1 x 1 m i raste s povećanjem razmaka sadnje. U 25. godini starosti stabala pad promjera se povećao uz razmak 4x 2 m, a opao je kod preostale tri varijante. Stupanj vitkosti debla kao značajan pokazatelj punodrvnosti, odnosno malodrvnosti te osjetljivosti ili otpornosti na štete od vjetra i snijega je u vrlo čvrstoj vezi s razmakom sadnje. Najveća vitkost je ustanovljena kod najgušće sadnje. U 17. godini iznosi 111,90 uz razmak 1 x 1 m i 85,70 uz razmak 4 x 2 m. U 25. godini vitkost je kod sve četiri varijante bila iznad optimalne vrijednosti 100. Kod varijante 1 x 1 m iznosila je 139,95 i kod varijante 4 x 2 m 105,38. Odnos među varijantama nije se bitnije izmjenio prema stanju u 17. godini. Analiza varijance i F test su pokazali da su nađene razlike kod sva tri pokazatelja bile visokosignifikantne u 17. i 25. godini. Duncan test za kvalitet debla Tabela: 12 Srednja Signifikantna razlika: U greška. godini A—B A—C A—D B—C B—D C—D a) Visina suhih grana 17. 0,11 X XX XX XX XX XX 25. 0,17 XX XX XX XX XX ns b) Pad promjera 17. 0,12 XX XX XX ns XX XX 25. 0,10 XX XX XX XX XX XX c) Vitkost debla 17. 1,10 X XX XX XX XX XX 25. 3,54 X XX XX X XX X xx = visokosignifikantno; x =: signifikantno; ns = nesignifikantno Iz prikaza u tabeli 12 se vidi da nađena razlika za visinu suhih grana nije bila signifikantna samo između varijance C — D, a za pad promjera između varijante B — D. Sve preostale su signifikantne ili najčešće visokosignifikantne. 5.6. Razvijenost krošnje Razvijenst krošnje smo pratili kroz dužinu i debljinu najjače razvijene grane u polovini visine stabla i dubini žive krošnje. Rezultati istraživanja su prikazani u tabeli 13. 237 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 48 <-- 48 --> PDF |
Dužina grane, debljina grane i dubina krošnje Tabela: 13 U godini^ ____ A (1x1) BVarijant a : (1,5 x 1,5) C (2x2) D (4x2) 17. 25. ,107,00 153,47 a) Dužina grane, cm 120,40 125,40 146,80 161,52 138,10 208,41 17. 25. 8,70 8,78 b) Debljina10,2010,52 grane, mm 10,90 12,62 12,90 17,20 17. 25. 3,84 3,8,1 c) Dubina krošnje, m 5,11 6,14 5,25 6,81 6,72 9,95 U 17. i 25. godini evidentno je povećanje dužine grana s povećanjem razmaka sadnje. Odnosi među varijantama nisu se bitnije mijenjali u 25. godini prema onima u 17. godini. U prosjeku, grane su bile duže za oko 36% uz raz mak 4 x 2 m odnosu na one uz razmak 1 x 1 m. Najtanje grane su uz najgušću sadnju, a s porastom razmaka njihova debljina raste. Debljina grana u 25. godini uz razmak 1 x 1 m i 1,5 x 1,5 m je ostala gotovo nepromjenjena uz odnusu na 17. godinu. Značajnije povećanje je zabilježeno uz razmak 2x 2 m i naročito uz 4x 2 m. Razlike među varizantima su izraženije nego u pogledu dužine grana. Rezultati dobiveni za dubine krošnje su obrnuto proporcionalni s rezultatima za visinu suhih grana. Najpliće krošnje su uz najgušću sadnju, a naj- Duncan test za razvijenost krošnje Tabela: 14 U godini Sredn.ia greška. Si A—B A—CSignifikantna razlika: A—D B—C B—D C—D a) Dužina grane 17. 2,08 XX XX XX ns XX XX 25. 5,93 ns ns xx ns XX XX b) Debljina grane 17. 0,17 XX XX XX XX XX XX 25 0,62 ns XX XX X XX XX c) Dubina krošnje 17. 0,09 XX XX XX XX XX XX 25. 0,16 XX XX XX XX XX XX xx = visokosignifikantno; x = signifikantno: ns = nesignifikantno 238 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 49 <-- 49 --> PDF |
dulje uz najrjeđu. Dubina krošnje uz razmak 1 x 1 m i 1,5 x 1,5 m ostala je gotovo nepromjenjena u 25. godini u odnosu na 17. godinu, neznatno se povećala uz razmak 2 x 2 m, a znatnije povećanje evidentirano je uz razmak 4x 2 m. U 25. godini krošnje su bile dublje za 2,6 puta uz razmak 4 x 2 m u odnosu na razmak 1 x 1 m. Analiza varijance i F test su pokazali da su u 17. i 25. godini utvrđene razlike bile visokosignifikantne kod dužine i debljine grana kao i dubine kro- Duncan test je pokazao da razlike u dužini grana nisu bile signifikantne među varijantama B—C u 17. i 25. godini te varijantom A—B i A—C u 25, godini. Sve ostale su bile visokosignifikantne. Obzirom na debljinu grana nije bila signifakantna razlika među varijantom A—B u 25. godini, a signifikantna je bila u 25. godini između varijante B—C. Sve ostale su bile visokosignifikatne u 17. i 25. godini. U pogledu dubine krošnje razlike među svim varijanata su bile visokosignifikantne u 17. i 25. godini. 6. DISKUSIJA 6.1. Razvoj visine Naša istraživanja provedena u pokusu razmaka sadnje s običnom smrekom su pokazala da manji razmak sadnje, odnosno veća gustoća ima negativan utjecaj na visinski rast stabala. Utvrđene razlike među varijantama obzirom na srednju visinu su bile visokosignifikantne (1%) u 17. i 25. godini starosti stabala. RAZVOJ SREDNJE VISINE Gr»f 12 y/´ jS\ Viflftnta: A A - 1.0 x 1.0 ni B - 1.5 * 1-5 m C - 2.0 x 2.0 m 0 - 4.0 x 20 m h 1 ´ l i ,—,—,—j— 20 22 U 25. godini relativni odnosi među varijantama obzirom na srednju visinu bile su slijedeće: varijanta A : B : C : D, srednja visina 100 121 126 133. |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 50 <-- 50 --> PDF |
Kako su u svim radnim plohama vanjski uvjeti isti ili su podjednaki. a korišten je sadni materijal iste provenijencije i iste rasadničke proizvodnje, može se tvrditi da su registrirane razlike među varijantama prouzrokovane razmakom sadnje. Provedena regresijska analiza pokazala je da povećanje broja stabala na 1 ha za 1.000 komada prouzrokuje smanjenje srednje visine u 17. godini za 17 cm, a u 25. godini za 32 cm. Najpovoljniji broj stabala na ha za intenzivni kulture obične smreke na melioriranom pseduogleju u Plešivičkom prigorju je unutar aspona 2,500 — 4.444 stabala. Na temelju podataka o srednjoj visini varijanata na grafikonu 12 je prikazan razvoj srednje visine. Uočava se osjetno zaostajanje visine uz razmak 1 x 1 m u odnosu na preostale tri varijante. 6.2. Razvoj prsnog promjera Rezultati naših istraživanja s običnom smrekom su u skladu s podacima koji se navode u literaturi (J0RGENSEN, 11). U 17. i 25. godini starosti utvrdili smo da je srednji prsni promjer varijante to veći što je veći razmak sadnje. Nađene razlike su bile visokosignifikantne (1%) u obje starosti. Relativni odnosi među varijantama u 25. godini u pogledu srednjeg prsnog promjera bili su slijedeći: varijanta A : B : C : D, srednji pr. prom. 100 131 154 : 197 Obzirom na ujednačenost svih drugih uvjeta proizvodnje medu varijantama osim razmaka, utrđene razlike je moguće dovesti u vezu s razmakom sadnje. Provedeni regresijski i korelacijski računi su pokazali da je ta veza jako izražena (R = 0,66). Na temelju regresijskog koeficijenta proizlazi da se srednji promjer varijante smanji za oko 5 mm u 17. godini, odnosno 8 mm u 25. godini ako se broj stabala na ha poveća za 1.000. Razlike među varijantama u promjeru debla u pridanku su još jače izražene nego u prsnoj visini, a u polovini visine one su slabije izražene. Ocjena pogodnosti razmaka sadnje na bazi iznesenih podataka jeste u prilog razmaka 2 x 2 m. odnosno 2.500 stabala na ha. Na bazi podataka o srednjem prsnom promjeru u 17. i 25. godini na grafikonu 13 je prikazan razvoj prsnog promjera varijanata tijekom proteklih 25 godina. S tog grafikona se uočava sve veći raskorak u intenzitetu razvoja prsnog promjera uz razmak 1 x 1 i 4 x 2 m. Između tih krajnjih krivulja su vrijednosti varijante 1,5 x 1,5 m i 2 x 2 m. 6.3. Razvoj temeljnice i drvne mase Obrnut je odnos između razmaka sadnje i ukupno proizvedene temeljnice i drvne mase na jedinici površine. Sto je razmak sadnje veći, ukupno pro izvedena temeljnica i drvna masa je manja. Te razlike su izrazitije u mladim kulturama. U pokusu razmaka s običnom smrekom u Volavju razlike među varijan tama u pogledu temeljnice i drvne mase srednjeg stabla i na jedinici povr šine bile su visokosignifikantne (1"/») u 17. i 25. godini starosti stabala. |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 51 <-- 51 --> PDF |
Struktura broja stabala (N), temeljnica (G) i drvna masa (M) varijanata po debljinskim stupnjevima je prikazana u tabeli 15 i 16 u 17. i 25. g. Uz razmak 1x 1 m bilo je 22% stabala iznad 1 cm prsno promjera, uz razmak 1.5x1,5 m bilo ih je 64°/e, uz razmak 2x 2 m 80´Ve i uz razmak 4 x 2 m sva su stabla bila iznad praga do 10 cm. a čak 60/c stabala bilo je iznad 20 cm prsnog promjera, tabela 16. ; 4 6 8 10 12 14 16 16 20 22 24 Relativni odnosi među varijantama u 25. godini starosti stabala obzirom na srednju temeljnicu i drvnu masu te ukpno proizvedenu temeljnicu i drvnu masu na ha bila su slijedeća: varijanta A C D, srednja temeljnica 100 226 371. temeljnica na ha 100 66 54, srednja drv. masa 100 267 449, drv. masa na ha 100 78 69. Provedeni regresijski račun je pokazao da se temeljnica na ha povećava za 2,7 m2, a drvna masa za 7,87 m´5 ako se broj stabala poveća za 1.000 N/ha. Korelacijski koeficijent za temeljnicu je 0,91, odnosno 0,87 za drvnu masu. Koristeći se podacima o obračunatoj temeljnici i drvnoj masi na ha u 17. i 25. godini na grafikonu 14. odnosno na grafikonu 15 smo prikazali razvoj temeljenice i drvne mase tijekom proteklih 25 godina. Vidljivo je preimućstvo varijante A i B u odnosu na C i D. Sa starošću se te razlike povećavaju. |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 52 <-- 52 --> PDF |
RAZVOJ TEMELJNICE NA HA RAZVOJ DRVNE MASE NA HA 242 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 53 <-- 53 --> PDF |
243 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 54 <-- 54 --> PDF |
244 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 55 <-- 55 --> PDF |
6.4. Kvalitet debla Uz gušću sadnju smo registrirali intenzivnije čišćenje debla od grana, veći stupanj vitkosti, manji pad promjera debla i manju dužinu i debljinu grane u polovini visine. U 25. godini relativni odnosi među varijantama su bili slijedeći: varijanta B D. visina suh. grana 100 109 84 35, vitkost 100 92 83 75, pad promjera 100 141 191 337, debljina grane 100 120 144 196. Regresijska i korelacijska analiza pokazuje da postoji korelacija između razmaka sadnje i navedenih pokazatelja o kvaliteti debla. Kod visine suhih grana korelacija je potpuna (R = 0,96), kod vitkosti debla ona je vrlo jaka (R = 0,86), kod pada promjera debla i debljine najjače grane u h/2 utvrđena je jaka korelacija (R = 0,60). Ako se s gospodarskog stanovišta ocjenjuje kvalitet debla uz pojedine razmake sadnje u ovoj starosnoj dobi onda je to uz razmak 2 x 2 m i zatim uz razmak 1,5 x 1,5 m. Grane su suhe do oko 40"/o totalne visine, vitkost debla je oko 100 a pad promjera oko 1,6 cm, odnosno 2,2 cm na prvom tekućem metru debla. Uz razmak 1x 1 visina suhih grana je previsoka, odnosno krošnje su premale u pogledu njihove dubine, debla imaju previsok stupanj vitkosti i osjetljiva su na štete od mokrog snijega i jakog vjetra. Naprotiv, zu razmak 4x 2 m visina suhih grana je preniska, svega oko 15"/o visine, prosječno su grane deblje i pad promjera debla je vrlo visok, u prosjeku 3,87 cm po tekućem metru. 6.5. Razvijenost krošnje Istraživanja provedena u pokusu razmaka s običnom smrekom su pokazala da između razmaka sadnje i razvijenosti krožnje postoji visoka ovisnost. Analiza varijance i F test su pokazali da su nađene razlike među varijantama bile visokosignifikntne (1%>) obizrom na dužinu najjače grane u h/2, dubinu krošnje i projekciju krošnje u 17. i 25. godini starosti stabala. Relativno odnosi među varijantama u 25. godini bili su slijedeći: varijanta A : B : C D, dužina grane 100 95 105 136 dubina krošnje 100 138 : 179 261 projekcija krošnje 100 91 109 170 Ovi podaci pokazuju da s povećanjem razmaka sadnje imamo razvijeniju krošnju. Regresijska analiza je pokazala da se projekcija krošnje u prosjeku smanjuje s povećanjem broja stabala na ha, i to u 17. godini za 0,31 m2 i u 25. godini za 0,42 m2 ako se broj stabala na ha poveća za 1.000. Korelacija između broja stabala i dužine grane u polovini visine, dubine krošnje i projekcije krošnje je jaka (R = 0,66 do 0,74). 245 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 56 <-- 56 --> PDF |
S gospodarskog stanovišta krošnje uz razmak 1 x 1 m su preslabo razvijene. Obrnuto, uz razmak 4 x 2 m krošnje stabala su prekrupne; one zauzimaju preko 85% totalne visine stabla. Zato se ocjenjuje da se uz razmak 2 x 2 x m i 1,5 x 1,5 m postiže najpovoljniji rezultat u pogledu razvijenosti krošnje kod obične smreke u 25. godini. 7. ZAKLJUČCI Kroz višegodišnja praćenja razvoja stabala u pokusu razmaka obične smreke, te rezultata statističke obrade istraživanih strukturnih elemenata utveđeno je slijedeće: — mortalitet stabala počima ranije uz gušću sadnju, uz razmak 1 x 1 m nakon 17. godine, — srednja visina varijanata ima tendenciju rasta s porastom razmaka sadnje, — prsni promjer debla je u jakoj korelaciji s razmakom sadnje, što je razmak veći debljinski rast je brži, — srednja temeljnica i srednja drvna masa varijanata rastu s porastom razmaka, a ukupno proizvedena temeljnica i drvna masa na ha opadaju, — odumiranje donjih grana je brže što je razmak sadnje manji, — pad promjera debla raste s porastom razmaka, — vitkost debla opada s porastom razmaka sadnje, — razvijenost krošnje i granatost rastu s porastom razmaka sadnje. NA BAZI REZULTATA ISTRAŽIVANJA U 17. I 25. GODINI KOD OSNIVANJA KULTURA OBIČNE SMREKE U PRIBREZJU KONTINENTALNOG DIJELA HRVATSKE PREPORUCA SE RAZMAK 2 x 2 m, ODNOSNO 2.500 SADNICA NA HEKTARU LITERATURA 1. Abetz , P., 1981: The European Stemnumber Experiment in Norway Spruce (Picea abies, Karst), IUFRO, Working party S 1. 05, Freiburg i. 2. Assman , E., 1970: The Principles of Forest Yield Strdy, Pergament press, Oxford, New York, Toronto. 3. Bed a, G., 1968: The Choise of Spacing with Special Reference the Norway Spruce, Mitt. Schweiz. Anst. Forstl. Versuchsw, For. Abst. 1969. 4. Cu r at is, R. O., Reukema , D. L., 1970: Crown Development and Site Estimates in a Uouglas-Fir Plantation Spacing Test, Forest Science Vol. 16, No 3 USDA Forest Service. 4. Dokuš , A., Orlić , S., 1985: Šumske kulture i plantaže, Šumarska enciklopedija, Sv. III. 5. Gallagher , G. J., 1980: Crop Structure in Ireland, Supplement to Irish Forestry, Vol. 37, No 2, Dublin. 6. Giirth, P., 1970: Forstpflanzen und Fulturerfolg. Allg. Forest, u. Jagdzatg. 141 (5): 97—104. 7. Eriksson , H., 1976.: 9 Yield of Norway Spruce in Sweden, Department of Forest Yield Research, No 41, Stocholm. 8. Eve r sole, K. R., 1955.: Spacing Test in a Douglas-Fir Plantation, Forest Science, Vol. 1, No 1. 246 |
| ŠUMARSKI LIST 5-6/1987 str. 57 <-- 57 --> PDF |
9. Evert, F., 197.1.: Scaping Studies: A Review, Inf or. Rep. For. Mgmt. Inst., Ottawa, No FMR-X-37, For. Abst. 1972. 10. Jack , w . H., 1971.: The Influence of Tree Spacing on Sitka Spruce Growth, Irish Forestry, 28 U). 11. J er gens en, S. J., 1967.: The Influence of Spacing on the Growth and Development of Conifers Plantations, International Review of Foresty Research, Vol. II, Academik Press, New York. 12. Hamilton, G. J., Christie, J. M„ 1974: Influence of Spacing on Crop Characteristics and Yield, Forestry Commission, Bulletin 52, London. 13. Kjersgard , O., 1964.: Et Planteafstandsforsog i Rodgrad, An Experiment in Spasing if Norway Spruce, Sert. af Det Forst. Forsogvasen in Danmark Ber. Nr. 224, db. XXIX. 14. Kramer , 1967.: Zur Frage des Pflanzverfandes in Nedelholzbestnden, Allg. Forst Zeit., No 41. 15. Low, A. J., van Tog, G., 1974.: Initial Spacing in Relation to Stand Establishment, IUFRO Simposium on Stand Establishment. Wagenigen, Netherland. 16. Orlić , S., 1973.: Komparativna istraživanja o najpovljnijim razmacima sadnje običnog bora (P. sylvestris) i američkog borovca (P. Strobus) u intenzivnim kulturama. Šumarski list 11—12. ,17. Su tov, et all, 1984.: Lesnije plantaciji, Uskorenoe virašćivanie eli i sosni, Moskva. 18. Vyskot , M., 1974.: Tree Spacing and Development of Norway Spruce Stands, Lesnictvi 20 (XLVII). 19. Wa r die, P. A., 1967.: Spacing in Plantations, Forestry 40. The Influence of the Spacing of Planting of Norway Spruce (Picea abiest Karst) on its Growth in the Plešivičko Prigorje Area (Piadmont Region) Summary Investigation was carried out in the tests of various spaced plantings of Norway Spruce in the Plešivičko Prigorje area. This experiment was laid out in the autumn of ,1963. The investigation programme included all four spacing variances: A 1,0 x 1.0 m; B 1.5 x 1.5 m; C 2.0 x 2.0 m; D 4.0 x 2.0 m. A randomized block system was applied with 4 replications. The experiment was laid out with 2 + 2 year old transplants, seed stand provenance »Zagori« near Ogulin. Measurements were carried out in the seventeenth and twenty fifth year of the total age of trees, i.e. in 1976 and 1984. For data processing usual scientific statistical methods were applied: variance analysis, zero hypothesis was tested with the F test, Duncan´s test was utilised for testing individual differences between varances. Regression and correlation analyses were used for determining the degree of connection between the spacing of planting, i.e. the number of trees per hectare and the studied structural dements. By studing for several years the development of trees on the spaaing of Norway Spruce and processing of the studieg structural elements a number of characteristics phenomena were determined with regard to: mortality, mean height, DBH, basal area, dying of branches, decline in diameter, stam slandemess, crown development, etc. |